王韶華，王 菲，何美璇

(1.燕山大學 經濟管理學院，河北 秦皇島 066004；2. 燕山大學 區(qū)域經濟發(fā)展研究中心，河北 秦皇島 066004)

一、研究背景及文獻綜述

加強生態(tài)文明建設是打造京津冀世界級城市群的重要突破口，綠色發(fā)展是推進京津冀生態(tài)文明建設的題中之義，產業(yè)綠色化是構成京津冀綠色發(fā)展的內核。其中，工業(yè)綠色發(fā)展不僅可以根治京津冀生態(tài)環(huán)境問題，破解發(fā)展與資源環(huán)境不協(xié)調、區(qū)域發(fā)展不平衡等矛盾，而且會推動京津冀區(qū)域在新一輪工業(yè)革命中搶占領先地位，可見推進京津冀工業(yè)綠色發(fā)展取得更大進展意義重大。但在“三期疊加”的“經濟新常態(tài)”下，京津冀工業(yè)綠色發(fā)展當前面臨著要素成本上升、要素生產效率低下、要素流動不順暢導致的傳統(tǒng)要素驅動效應下降而新動能培育不足、資源環(huán)境約束嚴重、產品質量低下、產能過剩、區(qū)域間梯度差異顯著、轉型升級難等困境[1-2]，必須堅持供給側結構性改革，加強要素創(chuàng)新、產業(yè)升級、制度改革才能走出一條科技含量高、經濟效益好、資源消耗低、環(huán)境污染少、人力資源優(yōu)勢得到充分發(fā)揮的新型綠色工業(yè)化道路[3]。綠色發(fā)展和供給側結構性改革是統(tǒng)一的，共同構成了新常態(tài)下京津冀人與生態(tài)和諧發(fā)展，經濟高質量發(fā)展的完整體系。其中，綠色發(fā)展是供給側結構性改革的方向，供給側結構性改革為綠色發(fā)展提供動力。

已有研究將綠色發(fā)展的內涵從最初的以生態(tài)為核心拓展至經濟—生態(tài)—社會協(xié)調發(fā)展，強調發(fā)展目標的多元化[4-6]。關于綠色發(fā)展的測度也從單一指標，如綠色全要素生產率測度[7-8]、綠色經濟效率測算[9-10]，擴展至多指標綜合測度，比較權威的有北京師范大學科學發(fā)展觀與經濟可持續(xù)發(fā)展研究基地等[11]構建的中國綠色發(fā)展指數(shù)、四部委[12]聯(lián)合發(fā)布的《綠色發(fā)展指標體系》等。在此基礎上，主要通過構建計量經濟模型考察綠色發(fā)展與環(huán)境規(guī)制[13]、技術創(chuàng)新[7，14-15]、勞動力[14]、資本[15]、能源[7，16]、產業(yè)結構[17]、FDI[18]、城市化水平[14]、教育投資[18]等的關系。一般而言，研究關于資本密集度、人力資本、產業(yè)結構輕型化、FDI、城市化水平、教育投資等對綠色增長的影響能夠達成基本共識，但由于時空、變量等的選取不同導致環(huán)境規(guī)制、技術創(chuàng)新等對綠色全要素生產率或綠色轉型的結論并不唯一，如彭星，李斌[13]經過研究發(fā)現(xiàn)不同類型不同地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型的影響存在異質性，經濟激勵型和自愿意識型環(huán)境規(guī)制能夠促進東部地區(qū)綠色轉型，而中西部地區(qū)對命令控制型環(huán)境規(guī)制更敏感；萬倫來，朱琴[15]認為在低研發(fā)投入行業(yè)，研發(fā)投入的增加不利于綠色技術進步的提升，國內技術轉移作用有限，而在高研發(fā)投入行業(yè)國內技術轉移利于綠色技術進步。

綜上所述，雖然國內外學者對綠色發(fā)展的研究已經取得了很大進展，為我們開展研究提供了參考，但還存在一些不足：首先，雖然已經構建了較權威的綠色發(fā)展指標體系，但缺乏對京津冀這一重大國家戰(zhàn)略發(fā)展區(qū)域和工業(yè)這一重要部門的針對性研究；其次，雖然已經分析了個別供給側要素對綠色發(fā)展的影響，但缺乏對供給側要素與綠色發(fā)展間關系的系統(tǒng)研究。有鑒于此，本文從綠色發(fā)展的內涵出發(fā)，參考權威評價指標體系，兼顧主觀與客觀構建工業(yè)綠色發(fā)展測度指標體系，在考慮空間相關性的基礎上，從要素、產業(yè)和制度三個層面探討京津冀工業(yè)綠色發(fā)展的供給側驅動力，以期推動供給側改革與工業(yè)綠色發(fā)展的深度融合，一方面能夠為綠色發(fā)展研究提供一些創(chuàng)新視角，為供給側改革的實證研究提供思路；另一方面有利于促進供給側改革政策與綠色發(fā)展政策的統(tǒng)一性，為高質量新動能的培育提供方向和思路，從而促進京津冀協(xié)同發(fā)展取得新的更大進展。

二、京津冀工業(yè)綠色發(fā)展測度

(一)指標選取

王韶華等[19]在四部委發(fā)布的《綠色發(fā)展指標體系》基礎上構建了京津冀工業(yè)綠色發(fā)展指標體系，并通過實證分析論證了其合理性。由于通過《中國統(tǒng)計年鑒》《北京統(tǒng)計年鑒》《天津統(tǒng)計年鑒》《河北經濟年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》等僅能完整獲取2004—2016年京津冀工業(yè)化學需氧量、工業(yè)氨氮排放量、工業(yè)危險廢物處置率等指標數(shù)據，為了進一步增強指標體系的系統(tǒng)性、科學性、可操作性，本文遵循科學性、數(shù)據可得性、研究相關性等原則，將工業(yè)環(huán)境質量中的工業(yè)化學需氧量排放總量降低率替換為工業(yè)廢水排放總量降低率，將工業(yè)氨氮排放總量降低率和工業(yè)二氧化硫排放總量降低率替換為工業(yè)廢氣排放總量降低率，并補充工業(yè)固體廢物產生總量降低率；將工業(yè)環(huán)境治理中的工業(yè)危險廢物處置率刪除；其他指標保持不變。最終構建了包括工業(yè)資源利用、工業(yè)環(huán)境質量、工業(yè)環(huán)境治理和工業(yè)經濟增長等4個準則層15個評價指標的區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展測度指標體系，如表1所示。

表1 京津冀工業(yè)綠色發(fā)展測度指標體系

各指標間的邏輯關系如下：

(1)工業(yè)資源利用。對資源的依賴性和資源利用效率是劃分工業(yè)化進程的核心指標。當前經濟發(fā)展面臨著資源短缺以及資源不合理利用導致的環(huán)境污染等難題，因此降低資源利用總量和提高資源利用效率是提高工業(yè)綠色發(fā)展的基礎[10]?？偭糠矫胬霉I(yè)能源消費總量和工業(yè)用水總量兩個指標加以反映，效率方面利用單位工業(yè)增加值能源消耗降低率和單位工業(yè)增加值用水降低率兩個指標加以反映。

(2)工業(yè)環(huán)境質量和工業(yè)環(huán)境治理?！熬G色”一詞最初引入經濟學領域的主要目的是利用經濟手段解決環(huán)境污染問題，因此提高環(huán)境質量是工業(yè)綠色發(fā)展的首要目標[5]。工業(yè)污染源主要包括廢水、廢氣和固體廢棄物，其中廢水排放利用工業(yè)廢水排放總量降低率指標加以反映，廢氣排放利用單位工業(yè)增加值二氧化碳排放降低率和工業(yè)廢氣排放總量降低率兩個指標加以反映，固體廢棄物用工業(yè)固體廢物產生總量降低率指標加以反映。工業(yè)環(huán)境治理是提高環(huán)境質量的主要手段，工業(yè)環(huán)境治理應綜合運用源頭防治、過程控制和末端治理相結合，因此主要利用一般工業(yè)固體廢物綜合利用率、工業(yè)環(huán)境污染治理完成投資占工業(yè)增加值和工業(yè)廢水治理占工業(yè)環(huán)境污染治理完成投資比重三個指標加以反映。

(3)工業(yè)經濟增長。提高增長質量，促進經濟、資源與環(huán)境的協(xié)調統(tǒng)一，實現(xiàn)經濟可持續(xù)發(fā)展是工業(yè)綠色發(fā)展的最終目標。經濟的綠色高質量發(fā)展體現(xiàn)在數(shù)量和質量的統(tǒng)一[20]。數(shù)量方面利用工業(yè)增加值增長率加以反映，質量方面利用工業(yè)資產負債率、工業(yè)科技創(chuàng)新強度和工業(yè)綠色產業(yè)比重三個指標加以反映。

(二)權重計算

計算指標權重的方法主要有主觀賦權法和客觀賦權法，本文將綜合運用兩類方法，兼顧主觀賦權法和客觀賦權法的優(yōu)勢。其中主觀賦權法主要在四部委聯(lián)合發(fā)布的《綠色發(fā)展指標體系》的基礎上進行計算，客觀賦權法選擇粗糙集知識約簡理論，該方法的優(yōu)勢在于能夠根據信息的不確定性約簡相對不重要或不必要的指標。

(1)主觀賦權法

① 依據四部委聯(lián)合發(fā)布的《綠色發(fā)展指標體系》，得到各三級指標在四部委指標體系中的重要性εXij；

② 對各三級指標重要性進行歸一化處理，得到相應指標的四部委綜合權重；

φXij=εXij/∑jεXij

③ 根據四部委綜合權重，分別對各二級指標下的三級指標進行歸一化處理，得到相應指標的四部委單層權重；

④ 根據二級指標權重、三級指標單層權重和綜合權重間的數(shù)量關系，可得到各二級指標的四部委權重。

(2)粗糙集理論[21]

① 將各指標視作等價關系(R)，對所有評價對象進行分類，形成等價類(U/R)；

②將同一層所有等價類的交集(ind(P))與該層去除某等價類(指標)后其它等價類的交集(U/ind(P-{P}))進行對比，若相同則表示不必要，刪除該指標；若不同則表示必要，保留該指標，并利用U/ind(P-{P})不能夠準確劃分到ind(P)的對象個數(shù)與所有評價對象的個數(shù)之比表示該指標的重要性(δXij)；

(3)組合權重

設wXij為粗糙集理論計算得到的綜合權重，φXij為四部委綜合權重，則最終的組合權重為：

θXij=αwXij+(1-α)φXij

(三)測度模型構建

將不同測度對象各指標的標準化數(shù)據與對應指標的組合權重加權求和，得到各對象的測度值，即

(1)

其中，正向指標的數(shù)據標準化公式為：

逆向指標的數(shù)據標準化公式為：

(四)數(shù)據收集與處理

基于科學性、數(shù)據可得性等原則，對2003—2017年京津冀工業(yè)綠色發(fā)展進行實證分析。

(1)工業(yè)能源消費總量和單位工業(yè)增加值能源消費降低率：北京、天津2003—2017年的工業(yè)能源消費總量可以分別從歷年《北京統(tǒng)計年鑒》和《天津統(tǒng)計年鑒》直接獲取，河北省2003—2017年的工業(yè)能源消費總量選取終端能源消費總量來表示，可從歷年《河北經濟年鑒》直接獲取；利用2002年不變價工業(yè)增加值計算得到單位工業(yè)增加值能源消費降低率。

(2)工業(yè)用水總量和單位工業(yè)增加值用水降低率：北京2003—2017年的工業(yè)用水總量可以從歷年《北京統(tǒng)計年鑒》中直接獲取，天津和河北2003年的工業(yè)用水總量從《中國統(tǒng)計年鑒》中獲取，2004—2017年的工業(yè)用水總量可以從歷年《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》中獲??；利用2002年不變價工業(yè)增加值計算得到單位工業(yè)增加值用水降低率。

(3)單位工業(yè)增加值二氧化碳排放降低率：從2004—2018年的《中國能源統(tǒng)計年鑒》中獲得京、津、冀2003—2017年的工業(yè)能源消耗實物量，參考《IPCC溫室氣體排放清單指南》中的估算方法可以分別計算出京、津、冀2003—2017年的工業(yè)二氧化碳排放總量，利用2002年不變價工業(yè)增加值計算得到單位工業(yè)增加值二氧化碳排放降低率。

(4)工業(yè)廢水排放總量降低率和工業(yè)廢氣排放總量降低率：京、津、冀2003—2017年工業(yè)廢水排放總量、工業(yè)二氧化硫排放總量和工業(yè)煙塵排放總量從相應年份的《中國城市統(tǒng)計年鑒》中獲取。

(5)工業(yè)固體廢物產生總量降低率：從2004—2018年的《中國統(tǒng)計年鑒》中獲取京、津、冀一般工業(yè)固體廢物產生量和工業(yè)危險廢物產生量，相加得到工業(yè)固體廢物產生量。

(6)一般工業(yè)固體廢物綜合利用率：天津2003—2017年的一般工業(yè)固體廢物綜合利用率可以從歷年《天津統(tǒng)計年鑒》直接得到，北京和河北的一般工業(yè)固體廢物綜合利用量和一般工業(yè)固體廢物產生量可從對應年份的《中國統(tǒng)計年鑒》中獲得，然后計算得到一般工業(yè)固體廢物綜合利用率。

(7)工業(yè)環(huán)境污染治理完成投資占工業(yè)增加值比重和工業(yè)廢水治理占工業(yè)環(huán)境污染治理完成投資的比重：京、津、冀2003—2017年的工業(yè)環(huán)境污染治理完成投資、工業(yè)廢水治理完成投資可以從歷年《中國統(tǒng)計年鑒》中直接得到；工業(yè)增加值均以2002年不變價處理。

(8)工業(yè)增加值增長率：分別從《北京統(tǒng)計年鑒》《天津統(tǒng)計年鑒》和《河北經濟年鑒》中直接獲取京、津、冀2003—2017年的工業(yè)增加值，以2002年不變價處理。

(9)工業(yè)資產負債率：北京和天津2003—2017年的工業(yè)資產負債率可以分別從歷年《北京統(tǒng)計年鑒》和《天津統(tǒng)計年鑒》中直接獲得，河北2003—2017年的數(shù)據需要從歷年《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》中獲取工業(yè)企業(yè)的負債總額和工業(yè)企業(yè)的資產總額，通過計算得到。

(10)工業(yè)科技創(chuàng)新強度：由規(guī)模以上工業(yè)R&D經費內部支出與規(guī)模以上主營業(yè)務收入之比得到。其中，京、津、冀2003—2017年的規(guī)模以上工業(yè)R&D經費內部支出可以從歷年《中國科技統(tǒng)計年鑒》中直接獲得，京、津、冀2003—2017年的規(guī)模以上主營業(yè)務收入分別從歷年《北京統(tǒng)計年鑒》《天津統(tǒng)計年鑒》和《河北經濟年鑒》中直接獲得。

(11)工業(yè)綠色產業(yè)比重：京、津、冀2001—2016年高技術產業(yè)利潤總額可分別通過歷年《中國高技術產業(yè)統(tǒng)計年鑒》和《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》直接獲取，北京2017年高技術產業(yè)利潤可通過《北京統(tǒng)計年鑒》直接獲取，津、冀2017年數(shù)據需要將醫(yī)藥制造業(yè)、鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設備制造業(yè)、計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)以及儀器儀表制造業(yè)加總得到，相關數(shù)據分別通過該年的《天津統(tǒng)計年鑒》和《河北經濟年鑒》直接獲取；京、津、冀2001—2017年規(guī)模以上工業(yè)利潤總額可分別從歷年的《北京統(tǒng)計年鑒》《天津統(tǒng)計年鑒》和《河北經濟年鑒》中直接獲取。

(五)計算結果

根據主觀賦權法步驟得到四部委二級指標權重、三級指標單層權重和綜合權重如表1所示。根據粗糙集理論步驟，利用SPSS 16.0對數(shù)據進行K-均值聚類分析，將其分為4類；對指標進行約簡；最后計算得到各指標單層權重和綜合權重，如表1所示。

取α=0.5，可得到各指標組合權重，如表1所示。根據公式(1)，可得到2003—2017年京津冀工業(yè)資源利用、工業(yè)環(huán)境質量、工業(yè)環(huán)境治理、工業(yè)經濟增長以及工業(yè)綠色發(fā)展得分，如圖1所示。

(a) 2003—2017年北京市工業(yè)綠色發(fā)展

(b) 2003—2017年天津市工業(yè)綠色發(fā)展

(c) 2003—2017年河北省工業(yè)綠色發(fā)展

三、 供給側因素驅動京津冀工業(yè)綠色發(fā)展空間計量分析

供給側改革作為新常態(tài)下推進中國經濟高質量發(fā)展的必由之路，必然會對工業(yè)綠色發(fā)展起到積極的促進作用。

(一)供給側因素分析框架構建

在遵循系統(tǒng)性、科學性、數(shù)據可獲性等原則的基礎上，依據供給側結構性改革的內涵，從要素、產業(yè)和制度三個維度構建包括3個二級指標10個三級指標的區(qū)域工業(yè)部門供給側效率評價指標體系[22]，如表2所示，并得到2003—2017年京津冀工業(yè)部門供給側效率及要素效率、產業(yè)效率、制度效率得分。

表2 區(qū)域工業(yè)部門供給側效率評價指標體系

(二)工業(yè)綠色發(fā)展空間相關性檢驗

京津冀工業(yè)綠色發(fā)展的空間相關性直接影響計量模型的選擇，因此利用莫蘭指數(shù)考察京津冀工業(yè)綠色發(fā)展是否存在空間相關性。公式為：

(2)

借助Geoda軟件計算出2003—2017年京津冀工業(yè)綠色發(fā)展的全局莫蘭指數(shù)，計算結果見表3。2003—2017年京津冀工業(yè)綠色發(fā)展的莫蘭指數(shù)均小于-0.2，并且全部通過了1%的顯著性檢驗，說明京津冀工業(yè)綠色發(fā)展具有顯著的負空間相關性和空間差異性，京津冀的工業(yè)綠色發(fā)展此消彼長；京津冀工業(yè)綠色發(fā)展的莫蘭指數(shù)在波動中接近于0，京津冀之間的工業(yè)綠色發(fā)展的差距在逐漸縮小。

表3 2003—2017年京津冀工業(yè)綠色發(fā)展莫蘭指數(shù)及檢驗結果

(三)供給側因素驅動京津冀工業(yè)綠色發(fā)展的動態(tài)SDM構建

由于京津冀工業(yè)綠色發(fā)展具有顯著的空間相關性，且隨著京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略及供給側改革的深入推進，京津冀工業(yè)綠色發(fā)展不僅受到區(qū)域內本單元供給側因素的影響，還會受到其他單元供給側因素的影響，同時為考察工業(yè)綠色發(fā)展是否具有動態(tài)性和延續(xù)性[23]，引入被解釋變量的時間滯后項，并考慮時間滯后項的空間相關性，構建動態(tài)空間杜賓模型，其公式為：

Ynt=kYnt-1+θWYnt-1+ρWYnt+βiXnit+

λWXnit+πWunt+δ

(3)

式中，n和t分別用于區(qū)分不同的研究單元和時間；Ynt和Ynt-1分別表示被解釋變量和被解釋變量的時間滯后項，k和θ分別是被解釋變量的時間滯后系數(shù)和時間滯后項的空間滯后系數(shù)；ρ表示空間滯后系數(shù)，反映了本單元與其他單元間研究對象的空間交互作用；Xnit表示解釋變量，βi為相應解釋變量的系數(shù)，λi為相應解釋變量的空間滯后系數(shù)；unt表示擾動項，π為擾動項的空間滯后系數(shù)；W為地理距離空間權重矩陣。

由于空間杜賓模型中的解釋變量的系數(shù)并不能有效反映解釋變量與被解釋變量間的關系，因此本文通過偏微分矩陣運算求得解釋變量對被解釋變量的空間直接效應與空間溢出效應。式(3)可轉化為：

Ynt=(I-θW)-1kYnt-1+(I-θW)-1(ρWYnt+βiXnit+

λiWXnit)+(I-θW)-1δ

(4)

由式(4)求偏導數(shù)得到短期效應和長期效應的公式分別為：

(5)

[β1iIn+β2iW]

(6)

利用2003—2017年京津冀工業(yè)綠色發(fā)展測度值(Ynt)擬合方程，同樣采用k=2的鄰近規(guī)則確定空間權重矩陣W，則Ynt-1和WYnt-1分別表示工業(yè)綠色發(fā)展的時間滯后項及其空間滯后項，是反映工業(yè)綠色發(fā)展是否具有動態(tài)延續(xù)性的重要指標；由于供給側效率三級指標數(shù)量較多，為保證計量模型的科學性與準確性，在此利用二級指標要素效率(fe)、產業(yè)效率(ie)和制度效率(se)作為解釋變量構建模型，wfe、wie和wse分別表示相鄰區(qū)域的要素效率、產業(yè)效率和制度效率對本區(qū)域工業(yè)綠色發(fā)展的影響。

(四)擬合結果及分析

考慮不同類型的解釋變量時間滯后項的影響，利用Stata軟件擬合三種動態(tài)杜賓模型，分別為k不為0，θ為0的動態(tài)SDM1模型；k為0，θ不為0的動態(tài)SDM2模型；k和θ均不為0的動態(tài)SDM3模型，結果見表4。

表4 動態(tài)模型結果

如表4所示，動態(tài)SDM1、動態(tài)SDM2和動態(tài)SDM3中解釋變量的影響方向全部一致，保證了分析結果的穩(wěn)健性。其中，動態(tài)SDM2的最大似然值LOGL明顯高于其他模型，說明考慮時空滯后項的動態(tài)SDM2中解釋變量的顯著性優(yōu)于動態(tài)SDM1和動態(tài)SDM3，因此運用SDM2分析供給側效率驅動京津冀工業(yè)綠色發(fā)展的空間效應更加合理。被解釋變量的空間滯后項系數(shù)為正，且通過了1%顯著性檢驗，說明京津冀工業(yè)綠色發(fā)展具有較強的空間依賴性和正的空間溢出效應；但時空滯后項系數(shù)為負，且通過了顯著性檢驗，說明區(qū)域內其他單元上一期工業(yè)綠色發(fā)展會對本單元當期工業(yè)綠色發(fā)展產生抑制作用，可能的原因在于京津冀區(qū)域行政色彩濃厚，資源利用、環(huán)境質量等受政府調控的影響較大，但過去一段時間津冀均處于工業(yè)化中期階段，工業(yè)發(fā)展伴隨著高消耗、高排放，工業(yè)增長與資源、環(huán)境間關系很難實現(xiàn)協(xié)調，往往是周邊區(qū)域環(huán)境污染嚴重，工業(yè)綠色發(fā)展下降時，會加大本單元政府調控力度，控制資源消耗，降低污染排放，由于政府調控具有滯后性，所以會促進本單元下一期工業(yè)綠色發(fā)展。

根據公式(5)和(6)測算的長期效應和短期效應如表5所示。從總效應來看，要素效率、產業(yè)效率和制度效率對京津冀工業(yè)綠色發(fā)展的促進作用較顯著，且制度效率的促進效應最大，說明京津冀工業(yè)綠色發(fā)展對制度供給的依賴性較強；短期效應明顯大于長期效應，可見隨著時間的推移，促進作用趨于下降，可能的原因在于本文所構建的工業(yè)綠色發(fā)展指標體系中多為速度型指標，隨著供給側改革的持續(xù)推進，工業(yè)綠色發(fā)展水平的提升速度減緩。從直接效應來看，短期內，要素效率和制度效率對本單元工業(yè)綠色發(fā)展的促進作用較顯著，產業(yè)效率的促進作用微弱，但產業(yè)效率和制度效率在長期會產生微弱的抑制作用，可見雖然短期內政府調控的作用明顯，但長期內必須發(fā)揮市場在資源配置中的主導作用。從溢出效應來看，無論是短期還是長期，要素效率、產業(yè)效率和制度效率均具有正向溢出效應，說明其他單元供給側效率的提升會促進本單元工業(yè)綠色發(fā)展的改善，其中要素效率的長期溢出效應小于短期溢出效應，產業(yè)效率和制度效率的長期溢出效應大于短期溢出效應，可能的原因在于隨著京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的深入推進，產業(yè)協(xié)同、政府合作等不斷完善，但由于定位分工不同，對要素的需求有所差異。

表5 空間杜賓模型的空間直接效應和空間溢出效應

四、 結論及建議

京津冀工業(yè)綠色發(fā)展應堅持供給側結構性改革為主線，供給側改革為工業(yè)綠色發(fā)展提供動力。為探討供給側因素驅動京津冀工業(yè)綠色發(fā)展的效應，首先基于工業(yè)綠色發(fā)展的內涵，參考四部委的《綠色發(fā)展指標體系》，兼顧主觀與客觀，綜合運用專家賦權法和粗糙集理論計算權重，并對2003—2017年京津冀工業(yè)綠色發(fā)展水平進行測度；其次運用探索性空間數(shù)據分析方法檢驗京津冀間工業(yè)綠色發(fā)展的空間相關性；然后在搭建供給側因素分析框架的基礎上，考慮工業(yè)綠色發(fā)展的空間相關性、動態(tài)性等，建立京津冀工業(yè)綠色發(fā)展與供給側因素的動態(tài)空間杜賓模型，并將影響效應分解為直接效應和溢出效應。結果發(fā)現(xiàn)：

(1)京、津、冀工業(yè)綠色發(fā)展均受環(huán)境質量的影響最大；京、津、冀工業(yè)綠色發(fā)展和工業(yè)增長質量總體上分別呈先下降后上升、下降、W型趨勢，工業(yè)資源利用總體上分別呈上升、下降、波動頻繁趨勢，工業(yè)環(huán)境質量總體上均呈上升趨勢，工業(yè)環(huán)境治理總體上分別呈先下降后上升、先上升后下降、先上升后下降趨勢。

(2)京津冀工業(yè)綠色發(fā)展具有顯著的空間相關性和動態(tài)性特征；要素效率、產業(yè)效率、制度效率均對京津冀工業(yè)綠色發(fā)展產生不同程度地促進作用，其中，對制度供給的依賴最大。

(3)從直接效應來看，要素效率對京津冀工業(yè)綠色發(fā)展產生促進作用；產業(yè)效率和制度效率在短期內會產生促進作用，但長期內產生抑制作用。從溢出效應來看，要素效率無論短期還是長期均具有正向溢出效應；產業(yè)效率和制度效率在短期具有負向溢出效應，在長期均轉為正向溢出效應，但產業(yè)效率的效應并不明顯。

因此，為進一步促進京津冀工業(yè)綠色發(fā)展，應著力解決以下問題：

1.提高要素配置效率

強化產學研結合，基于產業(yè)需求加強人才培養(yǎng)，并實時發(fā)布高技術產業(yè)人才需求計劃，引導人力資本流向，提高行業(yè)間人力資本配置效率；加快落后產能淘汰和僵尸企業(yè)退出，引導投資向高技術產業(yè)和現(xiàn)代化生產性服務業(yè)傾斜；加大創(chuàng)新支持力度，營造良好創(chuàng)新環(huán)境，完善專利制度，鼓勵企業(yè)創(chuàng)新瞄準節(jié)能減排技術領域，并促進技術擴散。

2.促進產業(yè)協(xié)同和地區(qū)協(xié)同

一方面加強先進制造業(yè)與現(xiàn)代化生產性服務業(yè)的協(xié)同發(fā)展，促進工業(yè)綠色高質量發(fā)展；另一方面加強京津冀工業(yè)綠色協(xié)同發(fā)展，在津冀建立高新技術產業(yè)園區(qū)，發(fā)揮聚集效應，增強北京市生產性服務業(yè)的輻射能力，形成“核心—外圍區(qū)”結構；但產業(yè)協(xié)同和地區(qū)協(xié)同實現(xiàn)的關鍵是建立合理有效的利益協(xié)調機制。

3.靈活協(xié)調市場與政府間關系

一方面綠色產業(yè)大多具有投入大、風險高、公益性程度高等特點，使得國有企業(yè)在早期工業(yè)綠色發(fā)展中扮演著主力軍的角色，但隨著工業(yè)綠色發(fā)展的不斷深入，市場化機制的引入十分必要；另一方面不同地區(qū)不同工業(yè)部門應有針對性地綜合應用命令控制型環(huán)境規(guī)制、經濟激勵型環(huán)境規(guī)制與自愿意識型環(huán)境規(guī)制，為企業(yè)減負，釋放企業(yè)發(fā)展活力。